通货膨胀对城乡收入差距的影响范文

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摘要：文章使用2000—2016年我国31个省份的面板数据，利用空间计量经济学Moran’sI指数、Moran散点图和空间杜宾模型，实证检验了通货膨胀对我国城乡收入差距的直接效应和空间溢出效应。结果表明：通货膨胀不仅加剧了本地区的城乡收入差距，还具有明显的空间溢出效应，扩大了邻近地区的城乡收入差距。城镇化水平、金融发展和产业结构升级增加了城乡收入差距；政府财政支出、经济开放度和人力资本水平降低了城乡收入差距。

关键词：通货膨胀；城乡收入差距；空间溢出效应；空间杜宾模型

引言

要切实有效地精准扶贫，必须先弄清楚城乡收入差距扩大的主要原因。从已有文献来看，国内学者从城镇化水平、金融发展、产业结构、政府支出、国际贸易等不同视角对城乡收入差距的影响进行了实证研究，但是从通货膨胀视角对城乡收入差距影响的研究相对较少。而宏观经济价格稳定与公平分配一直以来都是政府经济调控的重要政策目标，二者关系着社会的稳定和谐。学术界关于通货膨胀与居民收入不平等关系的研究结论可以分为两大类：第一类认为通货膨胀加剧了收入不平等程度，大多数学者赞同这个观点[1-5]。第二类观点指出通货膨胀对收入不平衡的影响并不确定，并不是传统正相关或负相关线性关系，而是存在非线性门槛效应[6,7]。已有研究为本文提供了良好的理论基础，但目前对于通货膨胀和收入不平等的关系并没有得出统一论断。考虑到我国区域经济发展的极度不平衡问题，本文引入空间计量经济学，不仅可以测算通货膨胀对本地区城乡收入差距的直接影响系数，还可以进一步测算其对邻近地区的间接影响系数（空间溢出效应），以期能更加客观全面地反映经济现实，为政府制定政策提供更为科学的理论依据和数据支持。

1研究设计

1.1变量选取

（1）被解释变量。城乡收入差距(gap)，我国城市居民可支配收入与农村居民纯收入的比值。（2）解释变量。通货膨胀(inflation)，以1978年为基期各地区GDP平减指数来衡量通货膨胀。（3）控制变量。城镇化率(urban)：我国城市常住人口占总人口的比重；金融发展(fd)：我国金融机构人民币存款额与人民币贷款额总和与地区GDP的比值；财政支出(expen)：我国政府一般性公共预算的支出与地区GDP的比值；经济开放度(open)：我国进口货物贸易额与出口货物贸易额的总和与地区GDP的比值；产业结构(tertiary)：我国第三产业增加值与地区GDP的比值；人力资本水平(education)：我国就业人员受教育程度中高中及高中以上人口所占的比重。

1.2空间计量模型的设定

基于以上因变量、自变量和控制变量的设定，本文建立面板数据空间杜宾计量模型如式（1）所示：式（1）中：i表示各省、市和自治区；t表示年份；W为空间权重矩阵；ρ为空间自回归系数；μi为地区效应；φt为时间效应；ε为随机误差扰动项，服从期望均值为0；方差为σ2标准正态分布。

1.3数据说明

根据经济数据的可得性，本文选取2000—2016年我国31个省份宏观经济数据（无港澳台数据），数据主要来源于《中国统计年鉴》、CCER经济金融数据库和《中国金融年鉴》。表1为各个变量的描述性统计。

2空间自相关性检验

2.1全局空间自相关程度测算

在计量经济学中一般采用Moran’sI指数测算变量之间全局空间自相关性程度。式（2）中，Yi表示第i地区观测值，Wij为第i行第j列空间权重值，当地区i与j相邻时，Wij=1；反之Wij=0。当0<Moran'sI£1时，表示正空间自相关关系；如果-1£Moran'sI<0时，则表示负空间自相关关系；如果Moran'sI=0，则表示无空间自相关。根据式（2）计算我国城乡收入差距Moran’sI指数（见图1）可知，2000—2016年Moran’sI全部大于零，在0.42~0.67之间波动，并且全部通过了1%的显著性水平检验。其中，2000年我国城乡收入差距Moran’sI指数为0.65，2001年为0.67，为样本区间的最高值；2005年为0.53，2008年为0.56，2010年为0.53，2013年为0.51，最低值出现在2014年为0.42，2016年为0.44。总体上来看，全局Moran’sI指数呈现出逐年缓慢下降的趋势，但是都在0.4以上，呈现很强的空间正相关关系，说明我国省级城乡收入差距在空间上并非是毫无规律的随机分布状态，邻近省份之间相似性较强，在地理上呈现空间集聚分布的现象。

2.2局部空间自相关程度测算

全局Moran’sI指数揭示了我国城乡收入差距的全局空间自相关特征，但是具有一定的局限性。如果部分省份的城乡收入差距存在正的空间自相关关系，而另一部分省份存在负的空间自相关关系，那么二者相抵后，就无法揭示不同省份之间的空间差异性和异质性，所以需要进一步使用Moran散点图进行分析（见图2）。由图2可知（由于篇幅有限，仅以2016年为例），绝大部分省份位于第一象限和第三象限，进一步验证全局Moran’sI指数结论。如湖南、内蒙古、贵州、宁夏、山西、广西、云南、西藏、陕西、甘肃、新疆和青海12个省份在第一象限（如图2右上方所示），表现为相似省份“高高集聚”，即城乡收入差距比较高地区被同样是城乡收入比较高的地区所包围，代表正空间自相关关系集群。北京、湖北、江苏、吉林、山东、浙江、福建、天津、安徽、黑龙江、河北、上海、江西、海南、河南和辽宁16个省份在第三象限（如图2左下方所示），表现为相似省份的“低低集聚”：城乡收入差距比较低的地区被同样是城乡收入差距比较低的地区所包围，“低低集聚”也是正空间自相关关系，但是强度比第一象限要弱得多。广东、重庆和四川3个省份为负空间自相关关系，四川和重庆在第二象限（如图2左上方所示），表现为“低高集聚”：城乡收入差距比较低的地区被城乡收入差距比较高的地区所包围。广东在第四象限（如图2下方所示），为“高低集聚”：城乡收入差距高的地区被城乡收入差距低的地区所包围，空间集聚特征并不明显。综上所述，我国城乡收入差距具有地理空间分布的差异性和异质性，90.3%省份呈现正空间自相关关系，9.7%省份呈现负空间自相关关系。

3实证检验

探索性空间分析Moran’sI指数和散点图表明：我国地区城乡收入差距存在正空间相关性，如果继续采用传统计量经济学方法，很有可能导致模型估算结果有偏；相比之下空间计量模型是较好选择。由于空间计量模型通过引入空间滞后项而拓展了变量之间的相关结构，其回归系数包含观测值的空间交互信息，所以回归系数不再是回归的弹性系数。将空间杜宾模型式（1）简写为式（3），然后将式（3）改写为式（4），式（4）中R是包括截距项和误差扰动项的剩余项；对应Y期望值的偏导数矩阵可以写成式（5）式（5）中主对角线元素为直接效应系数，代表着解释变量变动所引起的本地区被解释变量的变动；非对角线元素为间接效应弹性系数，代表解释变量的变动所引起的相邻地区被解释变量的变动，为空间溢出效应；总效应系数为直接效应弹性系数和间接效应弹性系数之和[8]，具体测算结果见表2。

（1）通货膨胀。通货膨胀对我国城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为2.13、2.427和4.557，全部通过了1%水平显著性检验。我国通货膨胀增加1%，则本地区的城乡差距扩大2.13%，而相邻地区城乡差距增加2.427%，全部地区城乡差距增加4.557%。说明通货膨胀会加大本地区的城乡收入差距，具有空间溢出效应，会扩大相邻地区的城乡收入差距。主要原因在于不同收入群体受到通货膨胀冲击有较大差异：一方面，通货膨胀被认为是持有货币的一种赋税，具有税收歧视特征，对于高收入群体税收负担较轻，但是对于低收入群体税收负担很重。因为城市高收入群体除了拥有工资等货币性收入以外，还有不动产等非货币性收入，有更多机会运用金融工具抵制通货膨胀带来的货币购买力下降风险，形成了规避通货膨胀的财富门槛；而农村低收入群体主要依靠工资性收入和家庭经营性收入，他们的储蓄以银行存款为主。当通货膨胀发生时，名义利率上升速度小于物价上涨速度，银行实际利率其实是降低了，银行存款也成为货币购买力下降的最大牺牲品，从而加大居民收入差距[5，9]。另一方面，当通货膨胀发生时，不同行业产品和服务价格的上涨并不是同时的，有些垄断行业和新兴行业效益好、利润高，其职工的工资性收入增长较快，因而抵御通货膨胀能力也较强；而对于一些效益不高，且价格上涨滞后的传统行业，比如建筑业和家政服务业，职工实际工资是下降了，而绝大多数农民工主要集中在这些行业，加大工资性收入差距。

（2）城镇化。城镇化发展水平对我国城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为2.674、1.524和4.198，全部通过了1%水平的显著性检验。城镇化水平增加1%，则本地区城乡差距扩大2.674%，相邻地区增加1.524%，全部地区增加4.198%，说明城镇化率提高会增加本地区及相邻地区的城乡收入差距。改革开放以来我国城镇化进程增长迅速，城镇化水平在1978年仅为17.9%，2011年首次超过50%后，2016年高达57.35%。在理论上，城市化对缩小城乡收入差距是“双刃剑”，积极影响和消极影响并存：一方面，在二元经济结构中，城市收入比较高，社会福利好，必然导致农村剩余劳动力向城市流动。一定程度上带动了城乡劳动力要素报酬的均等化，提高了农村剩余劳动力的工资性收入，有助于降低城乡收入差距。另一方面，城市化进程中农民逐渐失去土地，进入城市，但依然存在严重的“民工歧视”现象[10]，农民工无法成为城市的“市民”，更无法在城市享受公平的社会保障，仍然居于弱势地位，因此提高城镇化率也无法扭转城乡收入差距增大的局面。

（3）金融发展。金融发展对我国城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为0.116、0.091和0.207，全部通过了1%水平的显著性检验。金融发展水平增加1%，则本地区城乡差距扩大0.116%，相邻地区增加0.091%，全部地区增加0.207%，说明了金融发展会加大本地区及相邻地区的城乡收入差距，空间溢出效应显著。原因在于由于我国金融体系发展并不完善，在金融抑制和金融资源有限的客观条件下，城乡金融资源配置不平衡的问题突出。而金融资本的趋利性特征使得城市居民对金融资源的获取能力处于绝对优势地位，农村储蓄资金绝大部分被用于城市发展；农村低收入群体难以获得金融服务，很难获得进入信贷市场的机会，也未能享受到金融发展带来的红利，反而以净贷款人的身份为城市经济发展贡献了大量的资金。

（4）政府财政支出。政府财政支出对我国城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为-0.531、0.489和-0.042，但是间接效应系数没有通过显著性检验，说明政府财政支出的空间溢出效应并不显著。直接效应系数和总效应系数通过了5%的显著性水平检验，政府财政支出增加1%，则本地区城乡差距降低0.531%，全部地区减少0.042%，验证了政府财政支出是调节居民收入分配的有效手段，有利于缓解因市场失灵而导致的贫富分化问题，保障社会公平稳定。

（5）经济开放度。经济开放度对我国城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为-0.06、-0.406和-0.466，全部通过了1%水平的显著性检验；经济开放度增加1%，则本地区城乡差距收入降低0.060%，相邻地区降低0.406%，全部地区降低0.466%，说明经济开放度提高会降低本地区及相邻地区的城乡收入差距，空间溢出效应也比较显著，进一步验证了斯托尔帕一萨缪尔逊（S-S）定理在我国是适用的。S-S定理认为国际贸易自由化提高了发展中国家的经济开放度，发展中国家非熟练劳动力获得了更多的工作机会，他们的实际工资收入增加了，因而有能力消费更多的商品和服务，提升其经济福利水平。因此发展中国家的低收入群体是经济全球化和贸易自由化的最大受益者，有助于缩小发展中国家高收入群体和低收入群体的收入差距。

（6）产业结构状况。产业结构升级对城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为0.136、0.881和1.017，全部通过显著性检验。即第三产业占国内生产总值的比重增加1%，则本地区城乡收入差距扩大0.136%，相邻地区扩大0.881%，全部地区增加1.017%。随着我国经济发展，产业结构发生了很大的变化，逐渐升级为“三二一”的格局，产业结构升级能够吸引较多的农村剩余劳动力，从效率低的第一产业转移到效率更高的第二产业和第三产业中，增加了农民的收入，在一定程度上会缩小城乡收入差距。然而，由于户籍分割制度和“重城市，轻农村”的非均衡战略形成了城乡之间的二元反差，绝大多数进城的农民工自身的教育水平和技术水平偏低，工资收入仍然比较低，导致产业结构的升级不仅不会缩小城乡收入差距，反而加剧了本地区及邻近省份的城乡收入差距。

（7）人力资本水平。人力资本水平对城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应弹性系数分别为-0.682、-0.329和-1.011，其中，间接效应系数没有通过显著性检验，原因可能在于人力资本具有明显的地区竞争效应和虹吸效应，一个地区人才的增加会导致其他地区人才减少，因此人力资本的空间溢出效应不显著。人力资本水平的直接效应系数和总效应系数通过了显著性检验，人力资本水平增加1%，则本地区城乡收入差距降低0.682%，全部地区降低1.011%，说明人力资本水平提升对降低城乡收入差距具有显著的积极作用，随着我国劳动力的素质的优化，通过教育回报效应的内生传导机制，最终弱化城乡收入差距。

4结论

本文基于省级面板数据实证检验了通货膨胀对城乡收入差距的影响，运用Moran指数和散点图揭示城乡收入差距的时空演变特征；利用空间杜宾模型测算通货膨胀对城乡收入差距的直接影响和空间溢出效应，主要得出如下结论：（1）我国城乡收入差距具有明显的空间自相关性和区域异质性，呈现“高高集聚”和“低低集聚”特征，城乡收入差距高省份与城乡收入差距高省份相邻，城乡收入差距低省份与城乡收入差距低省份相邻，存在自我促进的影响，由空间途径向周边省份扩散；东部沿海地区城乡收入差距水平普遍较低，中部地区次之，而西部地区普遍较大。（2）我国通货膨胀不仅加剧了本地区城乡收入差距，而且空间溢出效应显著，增加了邻近地区城乡收入差距。通货膨胀被称为“痛苦指数”，往往具有劫贫济富的财富再分配效应，富人和穷人在抵御通货膨胀的能力有很大异质性，对高收入群体来说，抵御通货膨胀能力比较强，通货膨胀甚至有可能是补贴；但是对于低收入群体来说更加残酷，通货膨胀往往是税收，最终产生了贫者愈贫、富者愈富的两极分化。（3）我国政府财政支出的增加、经济开放度提高和人力资本水平提升有利于地区缩小城乡收入差距；而城镇化水平的提高、金融发展水平提升和产业结构升级是导致地区城乡收入差距扩大的因素。一方面，“重城市，轻农村”的非均衡发展战略导致的“民工歧视”现象，使农民工无法成为城市的“市民”，无法享受城市社会福利；另一方面，由于城乡金融资源配置不平衡，资金的趋利性特征促使农村地区的储蓄资金绝大多数被用于城市工业化进展，城乡收入差距进一步扩大。

参考文献：

[4]刘晓峰,曹华.通货膨胀与收入不平等关系的研究——基于信贷市场不完美的视角[J].南开经济研究,2011,(3).

[5]赖志花.通货膨胀与中国城镇居民收入不平等研究——基于17个省份收入分组数据[J].北京工商大学学报(社会科学版),2016,(6).

[7]杨露.通货膨胀对我国城乡收入差距的影响——基于动态面板数据模型的广义矩(GMM)分析法[J].人文杂志,2013,(6).

[9]全颖,杨大光,郑策.通货膨胀对城乡收入差距的非线性影响——基于STR模型的实证研究[J].经济问题探索,2015，(10).

[10]江春,司登奎,苏志伟.中国城乡收入差距的动态变化及影响因素研究[J].数量经济技术经济研究,2016,(2).

作者：王凯 庞震 单位：西安电子科技大学